بررسی اثرات نامتقارن شوک­های درآمد نفتی بر تولید در اقتصاد ایران با استفاده از مدل مارکوف-سوئیچینگ

فیروز فلاحی^*، محسن پورعبادالهان کویچ^**،

داود بهبودی^*** و فخری سادات محسنی زنوزی^****

 

تاریخ دریافت: 2 اسفند 1390                    تاریخ پذیرش: 9 مهر 1392

 

درآمدهای نفتی، بخش بزرگی از درآمدهای صادراتی کشورهای صادرکننده نفت را تشکیل می­دهد. از این رو اثر تغییرات قیمت نفت در این کشورها دارای اهمیت زیادی می­باشد.هدف اصلی تحقیق حاضر، بررسی اثرات نامتقارن شوک­های نفتی بر تولید در ایران است. برای این منظور بااستفاده از اطلاعات سری زمانی فصلی اقتصاد ایران طی دوره 1386:4-1369:1 و با بهره­گیری از روش مارکوف- سوئیچینگ شوک­های نفتی استخراج می­گردد. نتایج حاصل از تخمین مدل حاکی از آن است که اثرات شوک­های نفتی بر تولید طی دوره زمانی مورد مطالعه، قابل تفکیک به دو رژیم بوده و ضرایب دو رژیم از لحاظ آماری معنی­دار می­باشند، به عبارت دیگر نشان­دهنده عدم تقارن تأثیر شوک منفی و شوک مثبت می­باشد.

 

واژه‌های کلیدی: شوک­های نفتی، اثرات نامتقارن، اقتصاد ایران، مدل  مارکوف- سوئیچینگ، تولید.

طبقه‌بندی JEL: E23، C32.

 

 

 

1. مقدمه

نوسانات قیمت نفت، از جمله اصلی­ترین منبع نوسانات اقتصادی کشورهای تولیدکننده نفت می‌باشد. افزایش ناگهانی قیمت نفت بعد از سال 1973 تأثیرات مهمی بر اقتصاد کشورهای صادرکننده نفت گذاشته است. به­طوری­­که می­توان اظهار داشت در این دوره درآمدهای ارزی حاصل از فروش نفت به ­شدت افزایش یافته و باعث رشد سطح قیمت­ها، نرخ­های دستمزد و واردات در کشورهای صادرکننده نفت خام گردید. بررسی­ها نشان می­دهد که اقتصاد ایران پس از افزایش قیمت نفت در دهه 70 میلادی بیماری هلندی را تجربه کرده است و وابستگی شدید بودجه دولت به نفت و درآمدهای ناشی از آن مشهود می­باشد (بهشتی، 1383: 209). تأکید مداوم سیاست­گذاران بر کاهش وابستگی اقتصاد کشور به نفت، نشان­دهنده بروز مشکلات اقتصادی ناشی از شوک­های نفت در اقتصاد ملی می­باشد. لذا می­توان بیان داشت که جهت جلوگیری از بروز بحران­های اقتصادی و طراحی سیاست­های مناسب به منظور حفظ تعادل و ثبات اقتصادی، بررسی اثرات تغییر در قیمت­های نفت بر روی متغیرهای کلان اقتصادی از جمله تولید ضروری می‌باشد.

تا اواسط دهه 1980، اقتصاد جهانی افزایش قیمت نفت را تجربه می­کرد و اقتصاددانان نیز از الگوهای متقارن برای تبیین رابطه میان قیمت نفت و متغیرهای کلان استفاده می­کردند. اما در سال 1986، با کاهش شدید قیمت نفت، رابطه میان قیمت نفت و متغیرهای کلان اقتصادی تضعیف شد و استفاده از تصریحات متقارن برای الگوسازی روابط مذکور مورد تردید قرار گرفت. در حقیقت، کاهش قیمت نفت در سال­های مذکور نتوانست افزایش رشد اقتصادی را بر اساس الگوهای متقارن سابق به درستی پیش­بینی کند. لذا وجود اثرات نامتقارن شوک­های نفتی بیش از پیش مورد توجه محققان قرار گرفت و مطالعات تجربی فراوانی به بررسی این موضوع در کشورهای واردکننده نفت پرداختند. در این میان تعداد مطالعاتی که وجود اثرات نامتقارن شوک­های نفتی کشورهای صادرکننده نفت مورد بررسی قرار داده، بسیار محدود می­باشد. در مطالعات داخلی نیز تاکنون هیچ مطالعه­ای با استفاده از روش مارکوف-سوئیچینگ که بتواند شوک­های مثبت و منفی نفت را برای کشور ایران تفکیک کند، صورت نگرفته است. بنابراین این سوال مطرح است که نوسانات قیمت نفت در ایران چگونه بر تولید تاثیر می­گذارند؟ آیا در ایران نیز همانند برخی از مطالعات صورت گرفته در سایر کشورها، اثرات شوک­های نفتی بر تولید نامتقارن است؟

در این مطالعه، بعد از مقدمه، به تحلیل مبانی نظری مرتبط با موضوع پرداخته شده و در بخش سوم به برخی از مطالعات صورت گرفته در خارج و داخل کشور اشاره می­شود. در بخش چهارم الگوی نظری معرفی و در بخش پنجم با با استفاده از داده­های فصلی دوره زمانی 1386- 1369 که از منابع آماری منتشر شده از سوی بانک مرکزی فراهم گردیده است، به بررسی اثرات نامتقارن شوک­های نفتی بر تولید در اقتصاد ایران پرداخته می­شود. در بخش ششم نیز جمع­بندی و نتیجه‌گیری ارائه می­گردد.

 

2. مبانی نظری

نقش مهم نفت خام در اقتصاد جهانی توجه سیاستمداران و اقتصاددانان را به تأثیر نوسانات قیمت آن جلب کرده است (فرزانگان و مارک وارت^[1]، 2009: 135). اکثر کشورهای صادرکننده نفت، در بخش صادرات خود تقریباً تک محصولی­اند. به عبارت دیگر در این کشورها درآمد حاصل از فروش نفت حداقل به عنوان مهمترین منبع درآمد صادراتی مطرح می­شود. از این رو اثرات تغییرات قیمت نفت در این کشورها دارای اهمیت بیشتری می­باشد (ابریشمی و همکاران، 1388: 97). در این بخش ابتدا به تحلیل مسیرها و مکانیسم­های اثرگذاری درآمدهای نفتی و نوسانات آن بر تولید می­پردازیم و سپس علل عدم تقارن شوک­های نفتی مورد بررسی قرار می­گیرد.

وابستگی اقتصاد ایران به درآمدهای نفتی نشان می­دهد که شناخت کانال­های انتقال شوک­های نفتی در اقتصاد ایران بسیار حیاتی است. برای این منظور می­توان اثرات شوک­های نفتی را از سه کانال طرف تقاضا، طرف عرضه و رابطه مبادله مورد تحلیل قرار داد.

در اکثر کشورهای صادرکننده نفت، دولت متولی منابع نفتی کشور بوده و دریافت­کننده انحصاری درآمدهای نفتی می­باشد. اثرات اقتصادی درآمدهای نفتی به­وسیله میزان تأثیر آن بر مصرف، پس­انداز و سرمایه­گذاری در اقتصاد تعیین می­شود. اگر دولت بیشتر درآمدهای حاصل از افزایش قیمت نفت را به سرمایه­گذاری اختصاص دهد، با فرض اینکه سرمایه­گذاری مولد می‌باشد، باعث رشد تولید می­شود. همچنین دولت مخارج مصرفی خود مانند دستمزد و حقوق، یارانه و پرداخت­های انتقالی و همچنین هزینه­های مربوط به بهداشت و آموزش را نیز افزایش می‌دهد (دلوین و لوین^[2]، 2005: 192-191).

از طرف دیگر با وقوع شوک نفتی، مصرف از طریق رابطه مثبت با درآمد قابل تصرف به طور غیرمستقیم تحت تأثیر قرار می­گیرد. با افزایش قیمت نفت، درآمد از کشورهای واردکننده نفت به کشورهای صادرکننده نفت انتقال یافته و بنابراین، مصرف در کشورهای صادرکننده نفت افزایش می­یابد و هر چه شوک­ها طولانی مدت باشند، اندازه این اثر بزرگتر خواهد بود (پارک^[3]، 2007: 9-8). به عبارت دیگر درآمد حاصل از فروش فرآورده­های نفتی در کشورهای صادرکننده نفت، اثر مثبت ثروت را دارد (بیورنلاند[4]، 2009: 234).

علاوه بر موارد فوق، تغییرات قیمت نفت می­تواند اقتصاد را از طریق بازار ارز تحت تأثیر قرار دهد (پارک، 2007: 9). تولید نفت، سهم اعظم تولید ناخالص داخلی کشورهای صادرکننده نفت را تشکیل می­دهد و افزایش قیمت نفت بطور مستقیم ارزش پول این کشورها را افزایش می­دهد. به هر حال، اثر کل شوک قیمتی نفت بر کارایی اقتصادی، اساساً به آنچه که تولیدکنندگان نفت (اساساً دولت­ها) با مازاد درآمد انجام می­دهند، بستگی دارد. به­طوری­که حسین و ترمارتیروسیان^[5] (2008)  نشان دادند که قیمت نفت، کارایی اقتصادی را از طریق سیاست مالی تحت تأثیر قرار می‌دهد. ثانیاً، قیمت­های بالای نفت، درآمد ملی واقعی را از طریق درآمد بالای حاصل از صادرات افزایش داده و باعث بهبود رابطه مبادله می‌شود (کورنونن و یوریکالا^[6]، 2007: 2). به این مفهوم که رفاه از کشورهای واردکننده نفت به کشورهای صادرکننده نفت انتقال یافته و در نتیجه منجر به افزایش قدرت خرید کشورهای صادرکننده نفت می­گردد. ثالثاً، اگرچه افزایش ارزش پول بر  رقابت­پذیری بخش­های غیر انرژی صدمه می­زند، افزایش ارزش پول داخلی که در نتیجه درآمد بالای نفتی حاصل شده است، ممکن است باعث تحریک سرمایه­گذاری از طریق کاهش قیمت کالاهای واسطه­ای و سرمایه‌ای و در نتیجه تحریک تولید شود. در نهایت اینکه، قیمت­های بالای نفت، سودآوری بخش انرژی را افزایش می­دهد که این خود فرصتی را برای سرمایه­گذاری در این بخش فراهم می­سازد (برومنت و همکاران،2010: 151-150).

عرضه کل متشکل از تولید داخلی و واردات است. تولید داخلی تابعی از حجم سرمایه، نیروی کار، کالاهای واسطه­ای، حامل­های انرژی، سطح تکنولوژی، دانش و مهارت انسانی و سطح ثبات و اطمینان محیط جامعه می­باشد. یک شوک مثبت نفتی می­تواند بر عرضه کل اقتصاد اثرات مثبت و منفی داشته باشد. به عنوان مثال اثرات منفی طرف عرضه در مورد کشورهای واردکننده نفت می­تواند بر اساس این واقعیت شرح داده شود که نفت یک نهاده مهم در تولید می­باشد. بنابراین، افزایش قیمت نفت، تقاضای نفت را کاهش داده و به کاهش بهره­وری سایر نهاده­ها منجر می­شود تا بنگاه­ها، تولید را کاهش دهند (پارک، 2007: 8). لاردیک و میگنون^[7] (2008) نیز مطرح می‌کنند که با افزایش قیمت نفت، به خاطر کاهش دسترسی به نهاده تولید، تولید بالقوه کاهش می­یابد. درنتیجه هزینه تولید افزایش یافته و رشد تولید و بهره­وری کاهش می­یابد.

روتمبرگ و وودفورد[8](1996) اثر شوک­های قیمت نفت را بر روی تولید و دستمزدهای واقعی با فرض رقابت ناقص در بازار محصول مورد بررسی قرار می­دهند. یافته­های آنها مؤید این مطلب است که با در نظرگرفتن درجه­ای نسبتاً کم از رقابت ناقص (از قبیل توافق­های ضمنی میان بنگاه­های انحصاری)، شوک­های درآمد نفتی می­تواند موجب کاهش تولید و دستمزدهای واقعی شود. بر اساس مطالعات راش و تاتوم[9] (1977، 1981)، بارو^[10] (1984) و براون و یوسل^[11] (1999)، افزایش قیمت نفت علامتی برای افزایش کمیابی انرژی - که نهاده اساسی تولید است-  می­باشد. به­طوری­که میانگین بالای قیمت انرژی باعث کاهش تقاضا و در نتیجه مصرف انرژی توسط بنگاه‌ها می­شود، لذا رشد تولید و بهره­وری کاهش می­یابد.

درکنار تأکید اغلب مطالعات نظری بر تأثیر مستقیم شوک­های نفتی بر تولید کشورهای صادرکننده نفت، برخی از مطالعات به­خصوص در سال­های اخیر بر نامتقارن بودن اثر شوک­های منفی و مثبت بر رشد تولید این کشورها اشاره   نموده­اند. مطالعه اثرات تغییرات نامتقارن در قیمت‌های واقعی نفت، گام مهمی در پر کردن شکاف موجود در ادبیات تجربی مربوط به اقتصاد کلان نفت در کشورهای در حال توسعه و صادرکننده خالص نفت باشد (فرزانگان و مارک­وارت، 2009: 135). با توجه به افزایش تقاضای کل به­واسطه تزریق ارز حاصل از صادرات نفت و نتیجتاً افزایش نرخ تورم، عموماً یکی از راهکارها در جهت مقابله با تورم افزایش واردات است. با افزایش واردات که عموماً به منظور مقابله با تورم انجام می­پذیرد. بسیاری از بخش­های تولیدی با آسیب جدی مواجه شده و از چرخه تولید خارج خواهند شد و لذا بخشی از سرمایه­گذاری­های انجام شده در اقتصاد بلا استفاده مانده و میزان تولید کاهش یافته و بیکاری نیز افزایش می­یابد. درمقابل به­هنگام کاهش درآمدهای ارزی میزان واردات نیز کاهش می­یابد که بخشی از کاهش واردات متوجه کالاهای سرمایه­ای و ماشین­آلات تولیدی خواهد بود و منجر به کاهش سرمایه‌گذاری، تولید و اشتغال می­گردد. بخش­هایی نیز که در نتیجه واردات گسترده کالاهای مصرفی در دوره افزایش درآمد نفت از گردونه تولید خارج شده بودند، در این دوره احیا نخواهند شد (امامی و  ادیب­پور، 1388: 7-6). براساس این مطالعات، تأثیر منفی شوک­های منفی بر تولید بیش از تأثیر مثبت شوک­های مثبت  می­باشد. یک شوک مثبت در قیمت نفت موجب می­شود تا تقاضای کل اقتصاد، به ویژه از کانال مخارج دولت افزایش یابد، اما با افزایش تقاضا، واردات برای تأمین تقاضا بیش از تولیدات داخلی افزایش یافته و صادرات غیرنفتی کاهش خواهد یافت (ابریشمی و همکاران، 1388، 102-100). مورک[12] (1989)، در مطالعه خود نشان می­دهد که یک عدم تقارن در واکنش متغیرهای کلان اقتصادی به افزایش و کاهش قیمت نفت وجود دارد. به این ترتیب که تغییرات مثبت قیمت نفت رابطه منفی شدید و معنی­داری با تغییرات در GNP واقعی در کشورهای وارکننده دارد، در صورتی­که تغییرات منفی قیمت نفت دارای آثار معنی­داری نمی‌باشد. در این راستا برخی از محققان از جمله بیورنلاند(1998)، رودریگز و سانچز^[13](2005)، گران­والد و همکاران^[14] (2009)، آلیو^[15] (2009) بیان می­دارند که همانند کشورهای واردکننده نفت، شوک­های نفتی در کشورهای صادرکننده نفت نیز دارای تأثیرات نامتقارن می­باشد.

 

3. پیشینه تحقیق

مطالعات متعددی در رابطه با اثرات نامتقارن شوک­های نفتی بر تولید، در داخل و خارج کشور انجام شده است که در این بخش به بررسی برخی از این مطالعات پرداخته می­شود.

 

1-3. مطالعات خارجی

راجوندین و رییز^[16] (2005)، اثرات شوک­های قیمتی نفت را در کشور فیلیپین طی سال­های 2003- 1981 بررسی نمودند. توابع عکس­العمل آنی برای تبدیلات متقارن قیمت نفت نشان می­داد که شوک منفی قیمت نفت منجر به کاهش مستمر در GDP واقعی فیلیپین می­شود. بالعکس، در مدل VAR نامتقارن، کاهش قیمت نفت نسبت به افزایش قیمت نفت، نقش بیشتری در نوسانات متغیرها دارد. همچنین کلونی و مانرا^[17] (2009)، با استفاده از روش مارکوف سوئیچینگ و با بکارگیری داده­های فصلی 2005:1- 1970:1 به بررسی رابطه نامتقارن بین تغییرات قیمت نفت و فعالیت اقتصادی کشورهای G7 پرداختند. آنها به این نتیجه رسیدند که شوک منفی قیمت نفت (افزایش قیمت نفت) اثری بیش ازشوک مثبت قیمت نفت بر فعالیت اقتصادی دارد. به عبارت دیگر به رابطه نامتقارن دست پیدا کردند.

گران­والد و همکاران^[18] (2009) با استفاده از مدل VAR، اثرات شوک­های قیمتی نفت بر متغیرهای کلان اقتصاد قزاقستان را طی دوره 2007:4- 1994:1 مورد بررسی قرار می­دهد. نتایج حاصل از برآورد این الگو نشان می­دهد که قیمت نفت بیشترین سهم را در شکل­گیری نوسانات اقتصادی به خود اختصاص می­دهد. همچنین اثرات منفی حاصل از کاهش قیمت نفت، بطور قابل ملاحظه­ای از اثرات مثبت ناشی از آن بزرگتر است و زیان حاصل از فعالیت­های اقتصادی در نتیجه کاهش قیمت نفت، با افزایش آن جبران نمی­شود.

برومنت و همکاران^[19] (2010) با استفاده از مدل SVAR، به بررسی نحوه تأثیر شوک قیمت نفت بر رشد تولید کشورهای عضو منا^[20] طی دوره 2005- 1952 پرداختند. نتایج حاصل از برآورد مدل نشان می­دهد که افزایش قیمت نفت اثر مثبت و معنی­داری بر تولید کشورهای صادرکننده نفت: الجزایر، ایران، عراق، کویت، لیبی، عمان، قطر و سوریه و امارات دارد. هرچند که تولید کشورهای بحرین، جیبوتی، مصر، اسرائیل، اردن، مراکش و تانزانیا تأثیری از شوک قیمت نفت نداشتند. در این مطالعه شوک­های نفتی به شکل شوک عرضه نفت و شوک تقاضای نفت تعریف می­شود.

مندوزا و ورا^[21] (2010) با استفاده از روش GARCH، به بررسی اثر تغییرات پیش­بینی نشده قیمت نفت بر تولید کشور ونزوئلا که صادرکننده نفت می­باشد، طی دوره 2008:3-1984:1 پرداخته­اند. نتایج مطالعه نشان می­دهد ­که اثر شوک مثبت نفت که منجر به افزایش تولید می­گردد، بیشتر از اثر شوک منفی نفت بر تولید بوده است. به عبارت دیگر، شوک­های قیمتی نفت دارای اثرات نامتقارن بر رشد تولید می­باشد.

2-3. مطالعات داخلی

مهرآرا و نیکی اسکویی (1385) با استفاده از مدل SVAR ، اثرات پویای تکانه­های نفتی بر روی متغیرهای اقتصادی را طی دوره 2003- 1960 مورد بررسی قرار داده­اند. در این مطالعه به منظور شناسایی تکانه­های ساختاری، از روش محدودیت­های بلانچارد و کوا^[22] استفاده و نتایج  حاصل از برآورد مدل برای ایران، با سه کشور صادرکننده­ نفت (اندونزی، کویت و عربستان) که شرایط اقتصادی مشابهی دارند، مقایسه شده است. نتایج حاصل از این مطالعه نشان می­دهد که اثر مثبت تکانه قیمت نفت بر روی واردات، تولید ناخالص داخلی و شاخص قیمت­ها در همه کشورها مثبت بوده و باعث افزایش آن­ها می­گردد.

دلاوری و همکاران (1387) با استفاده از هم­انباشتگی نامتقارن، به بررسی رابطه بلندمدت بین قیمت نفت و رشد اقتصادی ایران با داده­های فصلی طی دوره 1387- 1368 پرداخته­اند. نتایج تحقیق نشان می­دهد که در کشور ایران به عنوان یکی از کشورهای صادرکننده نفت، شوک­های نفتی اثری نامتقارن بر رشد اقتصادی بر جای می­گذارند، به این معنا که کاهش قیمت نفت، بیش از افزایش آن بر تولید ناخالص داخلی اثر می­گذارد.

ابریشمی و همکاران (1387) در مطالعه­ خود، به بررسی اثر نوسانات قیمت نفت بر رشد اقتصادی برخی کشورهای پیشرفته صنعتی شامل نروژ، انگلستان، کانادا که جزو کشورهای خالص صادرکننده نفت می­باشند، با داده­های فصلی طی دوره 1999- 1988 پرداخته­اند. در این مطالعه از تصریح غیرخطی قیمت نفت که به روش GARCH تخمین زده می­شود در یک دستگاه VECM استفاده می­شود.  نتایج مطالعه حاکی از این است که شوک کاهش قیمت نفت اثر معنی‌داری بر رشد GDP نداشته و یا این اثر ناچیز است، درصورتی­که اثر افزایش قیمت نفت در تمام موارد معنی­دار و بیش از اثر کاهش قیمت نفت بوده است. به­عبارتی نوسانات قیمت نفت اثر نامتقارن بر رشد GDP دارد.

ابریشمی و همکاران (1388) با استفاده از داده­های تابلویی، به بررسی رابطه بین شوک­های نفتی و رشد اقتصادی کشورهای عضو اوپک طی دوره 2005-1970 پرداخته­اند. نتایج بدست آمده بر آن دلالت دارد که شوک­های درآمدی نفت بر رشد اقتصادی کشورهای عضو اوپک (بدون احتساب بخش نفت) اثرات قوی و معنی­داری دارد، به­طوری­که اثر شوک­های منفی به مراتب بزرگتر و پایدارتر از شوک­های مثبت است.

4. مدل مارکوف-سوئیچینگ

مدل­های سوئیچینگ توسط کوانت^[23] (1972(،گولدفلد و کوانت^[24] (1973) ارائه و توسط همیلتون[25] (1989) برای استخراج چرخه­های تجاری بسط داده ­شده است. در مدل سوئیچینگ معرفی شده توسط کوانت (1972)، مکانیسم­های انتقال از همدیگر مستقل هستند، درحالی­که در مدل­های ارائه شده توسط گولدفلد و کوانت (1973) و همیلتون (1989) انتقال­ها توسط زنجیره مرتبه اول مارکوف^[26] تحت پوشش قرار می­گیرند. این نوع مدل­ها با عنوان مدل­های مارکوف سوئیچینگ شناخته شده­اند. اگر بخواهیم رفتار متغیر ایستای y_t را مطالعه کنیم، مقدار آن توسط فرآیند خودرگرسیون مرتبه اول طی دوره () به صورت زیر خواهد بود:

(1)                                                               

به­طوری­که  است. حال فرض کنید که یک جهش یا تغییر ساختاری در زمان T₁ برای این متغیر رخ دهد، دراین­صورت مدل جدید برای توصیف رفتار y_t  برای دوره () به این شکل خواهد بود:

(2)                                                   

با استفاده از متغیر مجازی D این دو مدل را می­توان به صورت یک معادله نوشت. فرآیند تغییرات متغیر y_t در مدل زیر قابل مشاهده می­باشد:

(3)                                 

در مدل فوق، متغیر مجازی D برای دوره­های ، مقدار صفر و برای دوره­های  مقدار یک را اخذ می­کند. از روش دیگری نیز، می­توان برای توضیح دادن رفتار این متغیر استفاده کرد:

(4)                              

به طوری­که مقدار s_t 1 و 2 بوده و به ترتیب نشان­دهنده دوره قبل و بعد از تغییر y_t  است. به عبارت دیگر، دوره  توسط  و برای دوره بعد از جهش ()، توسط  نشان داده شده است.

با این وجود، این مدل­ها دارای سه ضعف می­باشند. اول، اینکه تاریخ دقیق جهش بایستی مشخص باشد تا بتوان از متغیر مجازی استفاده کرد، ولی در بیش­تر موارد این اطلاعات در دسترس نمی­باشد. دوم، امکان پیش­بینی رفتار y_t با استفاده از این مدل وجود ندارد. سوم، اینکه باید s_t یک متغیر قطعی تلقی شده و کاملاً قابل پیش­بینی باشد، که فرض  واقع­بینانه­ای نیست. لذا برای اینکه چنین مشکلاتی حل شده و فرآیند ایجاد داده­ها[27] تکمیل گردد، بهتر است برای s_t شرط احتمال وضع شود. در مدل مارکوف سوئیچینگ، مکانیسم انتقال توسط متغیر وضعیت غیرقابل مشاهده s_t کنترل می­شود (فلاحی و رودریگز[28]، 2007: 5-4).

 این متغیر وضعیت از زنجیره مرتبه اول مارکوف پیروی می­کند. به عبارت دیگر مقدار متغیر وضعیت در دوره tتنها به مقدار آن در دوره t-1 بستگی دارد.[29] می­توان مدل­های انتقال برای متغیر y_t  را به صورت زیر بیان کرد:

(5)                                     

بنابراین، مدل (5) دو ساختار پویای مختلفی را نشان می­دهد که به مقدار متغیر وضعیت s_t بستگی دارد. با در نظر گرفتن فرض­های متفاوت برای s_t، مدل­های متفاوتی ایجاد می­شود. وقتی s_t برای دوره ()مقدار یک و برای دوره () مقدار 2 را اخذ کند، این مدل، مدلی با یک تغییر ساختاری در زمان  است. زمانی­که s_t متغیر مستقل تصادفی برنولی^[30] باشد، این مدل نشان­دهنده مدل انتقال تصادفی^[31] کوانت (1972) است. اگر s_t به عنوان متغیر شاخص[32] در نظر گرفته شود، به­طوری­که مقدار آن برای θ ≤ c برابر 1 () و برای θ > c برابر 2 () باشد، (c مقدار آستانه­ای است)، این مدل را مدل آستانه­ای می­نامند. وقتی s_t فرآیند مارکوف را دنبال کند، این مدل را مدل مارکوف سوئیچینگ نامند. با فرض اینکه متغیر y_t  با فرآیند خودرگرسیون مرتبه p و با mرژیم مدل­سازی شود، MS(m)–AR(p)، خواهیم داشت:

(6)                            

 

در مدل مارکوف سوئیچینگ، ویژگی­های y_t مشترکاً توسط ویژگی _tε و متغیر وضعیت s_t تعیین می­شود. متغیرهای وضعیت، تغییرات دائمی و مکرر را در الگوی مدل ایجاد می­کنند. برای داشتن پویایی کامل متغیرها، تشریح احتمالات حرکت متغیر s_t از یک وضعیت به وضعیت دیگر ضروری است. زنجیره مرتبه اول مارکوف این احتمالات را نشان می­دهد:

(7)       

انتقال بین وضعیت­ها یا رژیم­ها را می­توان با استفاده از ماتریس احتمال انتقال^[33] تشان داد. در مدل ساده که تنها دو رژیم دارد، این ماتریس به صورت زیر است:

(8)         

که در آن، ، احتمالات انتقال  را نشان می­دهد، به­طوری­که  و  می­باشد. همانطور که قبلاً ذکر شد، y_t مستقیماً قابل مشاهده است، اما متغیر وضعیت غیرقابل مشاهده بوده و مقدار آن تنها بر اساس مقدار تحقق­یافته y_t قابل استنتاج است که به صورت  نشان داده می­شود. که در آن  و، نشان­دهنده مجموعه اطلاعات (مجموعه مشاهدات دردسترس دوره t) بوده و θ بردار پارامترها برای تخمین را نشان می­دهد. برای استنباط^[34] بایستی یک روش تکراری برای دوره t ()، هنگامی­که مقدار قبلی احتمال  به­عنوان داده در مدل استفاده می­شود. بدین منظور، تابع چگالی احتمال تحت وضعیت­های مختلف مورد نیاز است که به صورت زیر قابل بررسی است:

(9)         

چگالی شرطی نیز به صورت زیر قابل محاسبه است:

(10)                                 

و بنابراین داریم:

(11)                                                        

با استفاده از این نتایج می­توان لگاریتم احتمال شرطی^[35] داده­های مشاهده شده را برای مقدار داده شده θ بدست آورد:

(12)       

برای برآورد θ از بهینه­سازی استفاده می­شود تا لگاریتم احتمال شرطی با بکارگیری مقدار اولیه ، حداکثر گردد. فرض کنید که زنجیره مارکوف ارگودیگ^[36] است، در اینصورت احتمالات غیرشرطی قرارگیری در وضعیت j، به عنوان مقادیر اولیه به کار گرفته می­شوند که به صورت زیر قابل تعریف است:

(13)                                   

بعد از تخمین ضرایب مدل و محاسبه ماتریس انتقال، می­توان احتمال وضعیت j را در هر دوره زمانی بر اساس اطلاعات کل نمونه (مطالعات 1 تا T) محاسبه کرد که این مجموعه از احتمالات به عنوان احتمالات هموارشده^[37] شناخته می­شوند. علاوه بر این می­توان احتمال وضعیت j را در هر دوره زمانی با استفاده از مشاهدات 1 تا t (نقطه مورد بررسی) محاسبه کرد که به احتمالات فیلترشده^[38] معروف است.

مزیت روش مارکوف سوئیچینگ در انعطاف­پذیری آن می­باشد، بدین صورت که در این روش امکان وجود یک تغییر دائمی یا چندین تغییر موقت وجود داشته و این تغییرات می­توانند به دفعات و برای مدت کوتاهی اتفاق بیفتند. در عین حال این مدل به صورت درون­زا زمان­های دقیق تغییرات و شکست­های ساختاری را تعیین می­کند. قابلیت­های مارکوف سوئیچینگ در تبیین رفتار متغیرهای اقتصادی، که بیش­تر تغییر وضعیت (رژیم) می­دهند، سبب استفاده روزافزون این مدل­ها در اقتصاد شده است (فلاحی و هاشمی، 1389: 137).

در عمل، مدل انتقال مارکوف می­تواند با توجه به اینکه کدام قسمت مدل خودرگرسیون وابسته به رژیم باشد و تحت تأثیر آن انتقال یابد، به انواع مختلف طبقه­بندی ­شود. آنچه در مطالعات اقتصادی بیشتر مورد توجه است، شامل چهار حالت مدل­های مارکوف سوئیچینگ در میانگین (MSM)، عرض از مبدأ (MSI)، ضرایب جملات خودرگرسیون (MSA) و ناهمسانی در واریانس(MSH) و یا ترکیب آن­ها می­باشد (فلاحی و رودریگز، 2007: 9-5). جدول 1 حالت‌های مختلف مدل­های MS را با استفاده از این علایم نشان می­دهد.

 

جدول 1. خلاصه حالت­های مختلف مدلهای MS-AR

مأخذ: کرالزیگ^[39]، 1997: 14

 

5. معرفی الگو و متغیر­های مدل

در این بخش، اثر شوک­های نفتی بر تولید ناخالص داخلی بدون نفت ایران، بر اساس روش مارکوف سوئیچینگ طی دوره زمانی 1386:4- 1369:1 مورد بررسی قرار می­گیرد. با توجه به ادبیات موضوع و مطابق با الگوی ارائه شده در مطالعه کالوگنی و مانرا[40] (2009)، از الگوی زیر استفاده می­شود:

(14) 

  به طوری­که:

∆ : نشان­دهنده نرخ رشد،

LGDP: لگاریتم طبیعی تولید ناخالص داخلی حقیقی (تعدیل شده) - به قیمت ثابت 1376،

Loil : لگاریتم طبیعی درآمد نفتی- به قیمت ثابت 1376،

S_t: متغیر وضعیت یا رژیم، یک فرآیند مارکوف از درجه­ی اول در نظر گرفته می­شود.

: بیانگر جز اخلال یا جمله خطا که دارای توزیع نرمال می­باشد،

p، q : حداکثر تعداد وقفه­های متغیرها،

c،α،γ : پارامترهای الگو، ،

مدل‌سازی را می­توان به نحوی انجام داد که عرض از مبدأ و یا ضرایب و یا هر دو، از رژیمی به رژیم دیگر متفاوت باشد. فلذا در مدل فوق c، α و نیز γ به متغیر وضعیت یا رژیم وابسته‌اند. لازم بذکر می­باشد که درنظر گرفتن شوک درآمد نفتی به جای شوک قیمت نفت از آنجا ناشی می­شود که چون در کشورهای نفت­خیز این درآمدهای نفتی است که به اقتصاد تزریق می­شود و از آنجا که ممکن است تغییر در برابری نرخ­های ارز نیز علاوه بر قیمت نفت در کاهش و یا افزایش درآمدهای نفتی موثر باشد، لذا به­نظر می­رسد درنظر گرفتن شوک درآمدی نفت برای کشورهای صادرکننده نفت مناسب­تر باشد.

از طرفی، ازآنجاکه ارزش افزوده بخش نفت، خود یکی از اجزای مهم تولید ناخالص داخلی کشور ما می­باشد، بهترین روش این است که متغیر وابسته، تولید ناخالص داخلی بدون احتساب بخش نفت درنظر گرفته شود، تا رابطه کاذب ایجاد نگردد. برای این منظور ارزش افزوده گروه نفت از تولید ناخالص داخلی تعدیل­شده (برگرفته شده از سایت بانک مرکزی) کسر می­گردد.

 

1-5. بررسی ایستایی

برای جلوگیری از کاذب بودن تخمین­های اقتصادسنجی، بایستی ابتدا از ایستا بودن متغیرها اطمینان حاصل کنیم. در این قسمت با استفاده از آزمون­های دیکی فولر تعمیم یافته (ADF)ایستایی متغیرها بررسی شده و نتایج در جدول (2) ارائه ­شده است.

 

جدول 2. نتایج آزمون ریشه واحد

∆: نشان‌دهنده تفاضل مرتبه اول با وقفه 4 می­باشد.

* ، ** ، *** به ترتیب نشان­دهنده معنی­داری در سطح 10%  و5% و 1% و رد فرضیه صفر هست.

مأخذ: محاسبات تحقیق

 

همانطوری که از نتایج آزمون ADF ملاحظه می­شود، متغیرهای درآمد نفتی (Loil) و تولید ناخالص داخلی تعدیل شده­ی بدون نفت (LGDP) در سطح ایستا نبوده و با یکبار تفاضل­گیری ایستا می­شوند. از طرفی بررسی ریشه واحد توسط آزمون فیلیپس-پرون نیز نشان می­دهد که متغیر Loil در سطح ایستا بوده، ولی متغیر LGDP دارای ریشه واحد بوده و با یک بار تفاضل­گیری در سطح معنی­داری 1% ایستا می­شود. فرضیه­ی صفر دو آزمون فوق، نشان­دهنده وجود ریشه واحد در متغیرها می­باشد، درحالی­که فرضیه­ی صفر آزمون KPSS، ایستایی متغیر مورد نظر را نشان می‌دهد. نتایج این آزمون نیز حاکی از آن است که متغیر Loil (با عرض از مبدأ و روند) در سطح ایستا بوده، ولی متغیر LGDP، هم انباشته از مرتبه یک می­باشد. بطور خلاصه اغلب نتایج حاکی از این است که متغیرهای مورد بررسی ایستا نبوده و با یکبار تفاضل­گیری ایستا می­شوند.

 

2-5. تصریح مدل اقتصادسنجی و تخمین آن براساس روش مارکوف- سوئیچینگ

پژوهشگران تکنیک­های متفاوتی را برای جداکردن شوک­های مثبت از شوک­های منفی نفت بکار برده­اند. در این مطالعه از روش مورک[41] (1989) برای تجزیه شوک­ها استفاده می­شود. با توجه به اینکه ایران جزء کشورهای صادرکننده نفت می­باشد و در این کشورها، شوک­های منفی نفت اهمیت بیشتری را دارند، بنابراین در تخمین مدل از شوک­های منفی استفاده می­گردد. برای تعیین شوک­های منفی نفت بر اساس روش مورک از فرمول زیر استفاده می­شود:

(15)                           

که roil، نشانگر درآمد حقیقی نفت در کشور ایران است. مورک، شوک­های نفتی را بر حسب تغییرات قیمت نفت تعریف کرده است، درحالی­که در این مطالعه، از تغییرات درآمدی به جای تغییرات قیمتی استفاده می­شود.

برای محاسبه نرخ رشد سالانه برای داده­های فصلی، تغییرات نسبی هر متغیر در سال منتهی به هر فصل نسبت به مدت مشابه سال قبل بدست می­آید (زمان­زاده، 1389: 42). لذا مدلی که برای تخمین استفاده می­شود، به صورت زیر قابل ارائه می­باشد:

(16)

   که در معادله فوق  

D4LGDP: نشانگر نرخ رشد تولید ناخالص داخلی بدون نفت (تعدیل شده)

 D4LOILM: بیانگر نرخ رشد درآمد نفتی بدست آمده از فرمول (15) می­باشد.

برای تعیین وقفه بهینه خودرگرسیون، با استفاده از روش OLS مدل فوق با حداکثر 12 وقفه تخمین زده می­شود و سپس با استفاده از معیارهای آکائیک و شوارتز، وقفه بهینه در مدل انتخاب می­شود. بر اساس نتایج حاصل از معیار شوارتز، وقفه اول برای درآمد نفتی و تولید تعیین شده و معیار آکائیک وقفه 5 را برای درآمد نفتی و وقفه نهم را برای تولید به عنوان حداقل وقفه و هنان­کویین، وقفه اول را برای درآمد نفتی و وقفه نهم را برای تولید به عنوان حداقل وقفه نشان می­دهد. در نمونه­های کوچک، معمولاً معیار شوارتز ملاک عمل قرار می­گیرد. ولی بررسی مدل برآورد شده بر اساس وقفه­های تعیین شده برگرفته از معیار شوارتز، حاکی از عدم حذف خودهمبستگی در اجزاء پسماند مدل بوده و لذا از معیار آکائیک استفاده می­شود.

 

3-5. انتخاب مدل خودرگرسیون مناسب مارکوف- سوئیچینگ

مدل­های مارکوف- سوئیچینگ با توجه به امکان تغییر در میانگین، عرض از مبدأ و ضرایب جملات خودرگرسیون ایجاد می­شوند. برای انتخاب مدل بهینه دارا بودن دو شرط، ضروری است. اولاً بایستی فرضیه صفر عدم تغییر رژیم در مدل قابل رد کردن باشد و ثانیاً مدل مذکور در میان سایر مدل­های احتمالی که شرط اول در آنها محقق باشد، از لحاظ معیار آکائیک مناسب­تر باشد (جمال­شرق، 1387). برای تعیین بهینه رژیم در مدل MS نیز از آزمون LR و معیار اطلاعاتی AIC، SC و HQ استفاده می­شود.

با بررسی انواع تکنیک­ها و در نظر گرفتن ماهیت داده­ها و همچنین وقفه بهینه، تعداد 2 رژیم تعیین گردید. سپس بر اساس معیار اطلاعاتی AIC، مدل­ها مورد مقایسه قرار گرفته و مدل MSIAH(2)-AR(9) برای بررسی شوک­های نفتی بر تولید انتخاب گردید^[42]. در این مدل عرض از مبدأ، ضرایب جملات خودرگرسیون و واریانس به رژیم بستگی دارند.

 

 

 

 

4-5. تخمین مدل MSIAH(2) – AR(9)

بر مبنای نتایج حاصل از تخمین مدل فوق، عدد P-value مربوط به آماره Davis، غیرخطی بودن رابطه­ی بین این متغیرها را تأیید می­کند.

 

جدول 3. نتیجه آزمون حداکثر راستنمایی مدل MSIAH(2)-AR(9)

مأخذ: محاسبات تحقیق

 

نتایج حاصل از تخمین مدل MSIAH(2)-AR(9) برای بررسی اثر شوک­های نفتی بر تولید در جدول 4 آورده شده است. همانطور که مشاهده می­شود، اثرات شوک­های منفی نفتی بر رشد تولید طی دوره زمانی مورد مطالعه، قابل تفکیک به دو رژیم می­باشد که ضرایب شوک­ها نیز از لحاظ آماری معنی­دار هستند. با توجه به اینکه عرض از مبدأ رژیم 1 کمتر از عرض از مبدأ رژیم 2 هست، لذا می­توان گفت که در رژیم 2 رشد اقتصادی بیشتر از رشد در رژیم یک بوده است. روند وقفه­های تولید نیز نشان­دهنده ادوار تجاری می­باشد. مجموع ضرایب وقفه­های تولید در رژیم 1 برابر با 157/0 و در رژیم 2 برابر با 217/0 می­باشد. در نتیجه می­توان گفت که اثرات وقفه­های GDP در رژیم 2 بیشتر از رژیم یک بوده است. همچنین، مجموع ضرایب شوک نفتی در رژیم 1 و 2 به ترتیب 065/0- و 03/0 می­باشد. همانطور که مشاهده می­شود، شوک نفتی در دو رژیم، دارای اثرات یکسانی نبوده است، که نشان­دهنده عدم تقارن می­باشد.

بررسی انحراف معیار تخمین زده شده در دو رژیم نیز نشان می­دهد که واریانس رژیم 1 کمتر از رژیم 2 می­باشد. به منظور بررسی میزان ثبات رژیم­ها و همچنین احتمالات انتقال هررژیم به رژیم دیگر ماتریس احتمال انتقال استخراج شده است. همانطور که در جدول مشخص شده است، رژیم 1 و 2 به­ترتیب با احتمال پایداری 67/0 و 77/0 از ثبات نسبتاً بالایی برخوردارند. همچنین احتمال انتقال از رژیم 1 به رژیم 2، حدود 32 درصد و احتمال انتقال از رژیم 2 به رژیم 1، تقریباً 23 درصد است. مقادیر احتمال نشان می­دهد که رژیم 2 نسبت به رژیم 1 از ثبات نسبتاً بیشتری برخوردار است.

 

جدول 4. نتایج حاصل از تخمین مدل MSIAH(2)-AR(9)

مأخذ: محاسبات تحقیق

 

نمودار 1، وضعیت اجزاء اخلال مدل MSIAH(2)-AR(9) را نشان می­دهد که حاکی از صحت تخمین و انتخاب صحیح وقفه­ها می­باشد. همچنین وضعیت دو رژیم در نمودار 2 ارائه شده است.

 

نمودار 1. وضعیت جزء اخلال تخمین مدل MSIAH(2)-AR(9)

مأخذ: محاسبات تحقیق

 

 

نمودار 2. وضعیت رژیم های حاصل از تخمین مدل MSIAH(2)-AR(9)

مأخذ: محاسبات تحقیق

 

براساس نتایج مدل می­توان دوره­های زمانی که در رژیم 1 و 2 قرار می­گیرند، را نیز محاسبه کرد که این دسته­بندی در جدول 5 ارائه می­شود.

 

 

 

 

 

 

جدول 5. رژیم های 1 و 2 مدل MSIAH(2)-AR(9) به تفکیک فصول

مأخذ: محاسبات تحقیق

 

6. نتیجه‌گیری

در این تحقیق اثرات نامتقارن شوک­های نفتی بر تولید در دوره زمانی 1386:4-1369:1 برای کشور ایران مورد تحلیل و بررسی قرار گرفته است. با توجه به هدف اصلی این مطالعه شوک­های نفتی در بازه زمانی مورد مطالعه با استفاده از مدل مورک استخراج شد. بررسی اثرات شوک­های نفتی بر نرخ رشد تولید ناخالص داخلی طی دوره زمانی مورد مطالعه حاکی از آن است که شوک­های نفتی قابل تفکیک به دو رژیم بوده و ضرایب دو رژیم از لحاظ آماری معنی‌دار می‌باشند. انحراف معیار تخمین زده شده در دو رژیم نشان می­دهد که واریانس رژیم 2 بیشتر از رژیم 1 می­باشد. با توجه به اینکه عرض از مبدأ در رژیم 1 کمتر از عرض از مبدأ رژیم 2 هست، می­توان گفت که در رژیم 2 رشد اقتصادی بیشتر از رشد رژیم 1 بوده است. همچنین نتایج مطالعه حاکی از این است که مجموع ضرایب شوک­های نفتی در دو رژیم، دارای اثرات یکسانی نبوده است، به عبارت دیگر نشان­دهنده عدم تقارن می­باشد.

همچنین نتایج کار نشان می­دهد که در رژیم 1 اثرگذاری کوتاه­مدت و بلندمدت قوی­تر ولی در طول زمان زودگذر می­باشد ولی در رژیم 2 اثرگذاری کوتاه­مدت و بلندمدت ضعیف­تر ولی مزمن­تر است. به­طورکلی اثر شوک نفتی مزمن و ضعیف بوده و همچنین احتمال رژیم 2 در سالهای دهه 80 بیشتر است که شاید ناشی از وضعیت یکسان­سازی و سیاستهای اعمال شده در آن دوره (مثل استفاده از صندوق ذخیره ارزی) باشد.

درآمدهای نفتی که حجم قابل ملاحظه‌ای از صادرات و درآمدهای دولتی را فراهم می‌کنند، شدیداً تحت تأثیر قیمت نفت قرار دارند که یک متغیر برون‌زا محسوب می‌شود. بی‌ثباتی این درآمدها نتایج بسیار منفی در اقتصاد کشور ایجاد می‌کند. یکی از راهکارهایی که از 1379 ایجاد شده، ایجاد صندوق ذخیره ارزی (از جمله تخصیص بهبنه منابع صندوق به دارایی­ها و سرمایه‌گذاری­های مختلف) از سوی دولت است. مدیریت مطلوب این درآمدها نقش ویژه­ای در بهبود عملکرد اقتصادی و تثبیت اقتصاد کشور دارد. این راهکار زمانی می‌تواند مفید باشد که سبب ثبات در اقتصاد گردد، یعنی واریز درآمدهای حاصل از فروش نفت به این حساب هنگامی که از رقم پیش‌بینی شده در بودجه فزونی یافت و برداشت از آن وقتی که دولت به رقم درآمد مورد نظر دست نیافته باشد. به علاوه سیاست­گذاران می­توانند با اتخاذ سیاست­های تجاری صحیح در عرصه بازرگانی خارجی، آسیب­پذیری کشور ایران را نسبت به نوسانات درآمدهای نفتی کاهش دهند. به طور مثال، واردات آسان در دوره­های افزایش درآمد نفتی و رژیم­های تجاری سخت برای محدودکردن واردات در دوره­های کاهش درآمد نفتی، بی­ثباتی اقتصادی را در هنگام شوک­های نفتی تشدید می­سازد. لذا سیاست­های ارزی، تجاری و مالی صحیح و هماهنگ می­تواند نقش مهمی در ذخیره­سازی درآمدهای مازاد نفتی در دوره افزایش درآمد نفتی و کاهش آسیب­پذیری اقتصاد در مواجه با شوک­های نفتی منفی باشد.

 

منابع

الف- فارسی

ابریشمی، حمید، مهرآرا، محسن و حمید زمان­زاده نصرآبادی (1388)، «رابطه­ تکانه­های نفتی و رشد اقتصادی کشورهای عضو اوپک: آیا این رابطه، نامتقارن است؟»، فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژی، شماره 21، صص 112-93.

ابریشمی، حمید، مهرآرا، محسن، غنیمی­فرد، حجت­الله و مریم کشاورزیان (1387)، «اثر نوسانات قیمت نفت بر رشد اقتصادی برخی کشورهای OECD به وسیله تصریح غیرخطی قیمت نفت»، مجله دانش و توسعه، سال 15، شماره 22، صص 22-7.

احمدیان، مجید (1378)، اقتصاد نظری و کاربردی نفت، تهران، پژوهشکده اقتصاد دانشگاه تربیت مدرس.

امامی، کریم و مهدی ادیب­پور (1388)، «بررسی اثرات نامتقارن شوک­های نفتی بر تولید»، فصلنامه مدل­سازی اقتصادی، سال 3، شماره 4، پیاپی 10، صص 26-1.

بهشتی، محمدباقر (1383)، توسعه اقتصادی ایران، انتشارات دانشگاه تبریز.

تمیزی، راضیه (1381)، رابطه میان تغییرات قیمت نفت و رشد اقتصادی در اقتصاد ایران طی دوره 1378- 1350، پایان­نامه کارشناسی ارشد، دانشکده اقتصاد، دانشگاه تهران.

جمال شرق، سعید (1387)، اثرات نامتقارن شوکهای پولی بر تولید در ایران، پایان­نامه کارشناسی ارشد، دانشکده علوم انسانی و اجتماعی، دانشگاه تبریز.

دلاوری، مجید، شیرین­بخش، شمس­اله و زهرا دشت بزرگی (1387)، «بررسی تأثیر قیمت نفت بر رشد اقتصادی ایران با استفاده از همگرایی نامتقارن»، فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژی، سال پنجم، شماره 18، صص 80- 65.

زمان­زاده، حمید (1389)، «یک دهه عملکرد اقتصاد ایران در آیینه شاخص­های کلان اقتصادی»، تازه­های اقتصاد، سال 8، شماره 129، صص 43- 25.

فلاحی، فیروز و عبدالرحیم هاشمی دیزج (1389)، «رابطه علیت بین تولید ناخالص داخلی و مصرف انرژی در ایران با استفاده از مدل­های مارکوف سوئیچینگ»، فصلنامه مطالعات اقتصاد انرژی، سال 7، شماره 26، صص 152- 131.

مهرآرا، محسن و کامران نیکی اسکویی (1385)، «تکانه­های نفتی و اثرات پویای آن بر متغیرهای کلان اقتصادی»، فصلنامه پژوهشنامه بازرگانی، شماره 40، صص 63-32.

 

ب- انگلیسی

Barro, R. J. (1984), Macroeconomics, New York: John Wiley & Sons.

Berument, M. H., Ceylan, N. B. and N. Dogan (2010), “The Impact of Oil Price Shocks on the Economic Growth  of Selected MENA Countries”, The Energy Journal, Vol. 31, no. 1, pp. 149- 176.

Bjørnland, H. C., (1998), “The Economic Effects of North Sea Oil on the Manufacturing Sector”, Scottish Journal of Political Economy, Vol. 45, pp. 553–85.

Bjørnland, H. C., (2009), “Oil Price Shocks and Stock Market Booms in an Oil Exporting Country”, Scottish Journal of Political Economy, Vol. 56, No. 2, pp. 232-254.

Brown, S. P. A. & M. K. Yucel (1999), “Oil Prices and U.S. Aggregate Economic Activity: A Question of Neutrality”, Economic and Financial Review, Federal Reserve Bank of Dallas, Second Quarter, pp. 16–23.

Cologni A. & M. Manera (2009), “The Asymmetric Effects of Oil Shocks on Output Growth: A Markov-Switching Analysis for the G-7 Countries”, Economic Modelling, Vol.26, pp.1-29.

Delvin, J. and M. Lewin (2005), “Managing Oil Booms and Busts in Developing Countries”, in Managing Economic Volatility and Crises, ed. Aizenman, J., Pinto,. B., pp. 186-211, Cambridge University Press, New York.

Fallahi, F. & G. Rodríguez (2007), “Using Markov-Switching Models to Identify the Link between Unemployment and Criminality”, Working Paper #0701E, University of Ottawa.

Farzanegan, M. R. & G. Markwardt (2009), “The Effects of Oil Price Shocks on the Iranian Economy”, Energy Economics, Vol. 31, pp. 134- 151.

Goldfeld, S. M. and R. E. Quandt (1973), “A Markov Model for Switching Regressions”, Journal of Econometrics, Vol. 1(1), pp. 3-15.

Gronwald, M., Mayr, J. & S. Orazbayev (2009), “Estimating the Effects of Oil Price Shocks on the Kazakh Economy”, Ifo Working Paper No. 81, Ifo Institute for Economic Research at the University of Munich.

Hamilton, J. D. (1989), “A New Approach to the Economic Analysis of Nonstationary Time Series and the Business Cycle”, Econometrica, Vol. 57(2), pp. 357-384.

http://www.ifo.de/pls/guest/download/Ifo%20Working%20Papers%20(seit%202005)/IfoWorkingPaper-81.pdf

Husain, T. and Ter-Martirosyan (2008), “Fiscal Policy and Economic Cycles in Oil-exporting Countries”, IMF working Paper # WP/08/253.

Kornonen, L. and T. Juurikkala (2007), “Equilibrium Exchange Rates in Oil-Dependent Countries”, BOFIT Discussion Papers 8, Institute for Economies in Transition, Bank of Finland www.oenb.at/en/img/korhonen_tcm16-52580.pdf

Krolzig, H. M. (1997), “Markov-Switching Vector Autoregressions: Modeling, Statistical Inference, and Application to Business Cycle Analysis”, Springer-Verlag.

Mehrara, Mohsen (2008), “The Asymmetric Relationship between Oil Revenues and Economic Activities: The Case of Oil- exporting Countries”, Energy Policy, Vol. 36, pp. 1164-1168.

Mendoza, O. & D. Vera (2010), “The Asymmetric Effects of Oil Shocks on an Oil-exporting Economy”, Cuadernos De Economia, Vol. 47, PP. 3-13.

Mork, K. A. (1989), “Oil and Macro Economy where Prices Go up and Down: an Extension of Hamilton Results”, Journal of Political Economy, Vol. 97, pp. 740-744.

Park, J. W. (2007), Oil Price Shocks and Stock Market Behavior: Emprical Evidence for the U.S. European Countries, Phd Thesis, Missouri, Columbia.

Quandt, R. E. (1972), “A New Approach to Estimating Switching Regressions”, Journal of the American Statistical Association, Vol. 67, pp. 306-310.

Raguindin, C. E. & R. G. Reyes (2005), The Effects of Oil Price Shocks on the Philippine Economy: a VAR Approach, Phd Thesis, University of the Philippines School of Economics.

Rasche, R. H. & J. A. Tatom (1977), “The Effects of the New Energy Regime on Economic Capacity, Production and Prices”, Economic Review, Federal Reserve Bank of St. Louis, Vol. 59 (4), pp. 2–12.

Rasche, R. H. & J. A. Tatom (1981), “Energy Price Shocks, Aggregate Supply and Monetary Policy: the Theory and International Evidence”, Carnegie-Rochester Conference Series on Public Policy, Vol. 14, pp. 9–93.

Rodríguez, J. R. & M. Sánchez (2005), “Oil Price Shock and Real GDP Growth: Empirical Evidence for some OECD Countries”, Applied Economics, Vol. 37, pp. 201-228.

Rotemberg, Julio J. and Michael Woodford (1996), “Imperfect Competition and the Effects of Energy Price Increases on Economic Activity”, Journal of Money, credit and banking, Vol. 28(4), pp. 550-577.

 

 

تعداد مشاهده مقاله: 7,614

تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 2,866